Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 29
En viktig förutsättning för att en stat ska kunna existera är att människor känner förtroende för att den kan hantera de gemensamma angelägenheterna på ett bra sätt. Detta brukar kallas att staten har legitimitet bland befolkningen. Ett av de mest utbredda förslagen på hur en sådan legitimitet för staten kan genereras är via en opartiskt fungerande byråkrati (Gerth och Mills 1946, Rothstein och Teorell 2008). Många länder har problem med att få statsapparaten och byråkratin att fungera enligt dessa grundläggande regler, vilket visar sig bland annat i korruption – inte minst är det fallet i många utvecklingsländer. Men även i utbyggda välfärdsstater som den skan-dinaviska märks hot mot välfärdsstatens legitimitet av detta slag.
I artikeln argumenteras för att regionala variationer av sjukskrivningar kan betraktas som ett hot mot legitimiteten för den svenska välfärdsstaten. Den svenska sjukförsäkringen utgör ett nationellt enhetligt socialförsäkringssystem vilket innebär att samma regler gäller i hela Sverige. Handläggare i Haparanda
svensk sjukskrivningspraxis uppvisar regionala variationer som bara till hälften kan förklaras av sjukdomsrelaterade bakgrundsfaktorer. sådan oförklarad variation hotar på sikt legitimiteten för välfärdsstaten.
Artikeln undersöker betydelsen av ”mjuka” faktorer inom socialförsäkringen – handläggarnas attityder på länsnivå – bakom variationen. Den visar att i län där handläggarna i genomsnitt politiskt står mer till höger är ohälsotalet lägre, under kontroll för de viktigaste
alternativa förklaringsfaktorerna.
Politisk
socialförsäkrings-administration? En undersökning
av Försäkringskassan
Helena Olofsdotter Stensöta
Helena Olofsdotter Stensöta, doktor i statsvetenskap, Linnéuniversitetet samt Quality of Government Institute (QoG), Göteborgs universitet
Helena.Stensota@vxu.se
Projektet är finansierat genom en särskild utlysning hos Försäkringskassan samt av FAS – Forskningsrådet för arbetsliv och socialvetenskap.
och handläggare i Ystad ska göra samma typ av bedömning i liknande fall. Av detta följer att om det förekommer regionala variationer i sjukförsäkringens ut-fall bör de i stort sett kunna föras tillbaka på regionala variationer i sjukdoms-framkallande bakgrundsfaktorer som påverkar individernas arbetsförmåga, som sjukförsäkringen enligt lag ska ta hänsyn till.
Utfallet av den svenska sjukförsäkringen – mätt som ohälsotalet – uppvisar emellertid relativt stora regionala variationer. År 2002 varierade ohälsotalet mel-lan 38 och 54 dagar per person och år och 2009 är de reella siffrorna lägre, men variationen kvarstår till stor del. I länet med högst ohälsotal, Jämtland, är en genomsnittlig person borta från arbete av sjukdomsrelaterade orsaker 42 dagar om året, vilket är nästan tre veckor längre än en genomsnittlig person i länet med lägst ohälsotal, Stockholm, där antalet dagar är 29 (Försäkringskassans statistik juli 2009; Kruse och Larsson 2005, s 24). Dessa variationer har betraktats som ett allvarligt politiskt problem, exempelvis var de ett viktigt skäl till att Försäkrings-kassan blev en nationellt enhetlig organisation i januari 2005, då självständighe-ten på regional nivå i organisationen avskaffades (SOU 2004:127, proposition 2003/04:69). Om sjukförsäkringen handläggs på ett opartiskt sätt borde dessa regionala skillnader i utfallet i princip kunna föras tillbaka på variationer i sjuk-domsframkallade orsaker bland befolkningen. Av tidigare forskning vet vi att människor blir sjukare ju äldre de blir, att högutbildade är mer sjuka än lågut-bildade liksom att exempelvis människor som arbetar i offentliga sektorn, samt kvinnor, är förhållandevis mer sjukskrivna (Ds 2002:49; SOU 2003:13; Hogstedt et al 2004; Socialförsäkringsboken 2004, 2005). När den regionala variationen i ohälsotalet har kontrollerats för dessa och liknande faktorer visar det sig att närmare hälften av variationen kvarstår (RFV [Riksförsäkringsverket] analyserar 2003:4, RFV analyserar 2003:12, RFV analyserar 2003:17). Analyser av variatio-ner av sjukskrivningsbenägenheten inom specifika yrken har också visat oför-klarade variationer. Ett specifikt yrke borde rimligen vara ungefär lika ”farligt” oavsett var i landet det utförs. Undersökningar visar emellertid att exempelvis lärare i norra Sverige är mer sjukskrivna än lärare i södra Sverige (Riksförsäkrings-verket 2002, PM) och att sjukskrivning i samband med graviditet varierar kraftigt inom landet (RFV analyserar 2003:7). Det finns alltså en regional variation av sjukskrivningar som tycks bero på andra faktorer än sådana som sjukförsäkringen enligt lagen ska ta hänsyn till.
Regionala variationer i tillämpningen av nationellt enhetliga policies som inte har sin bakgrund i faktorer som policyn enligt lag ska ta hänsyn till är ett problem. De kan leda till misstankar om att det finns ”gräddfiler” till statliga ersättningssys-tem för vissa grupper av människor eller för boende i vissa delar av landet. Sådana farhågor kan i förlängningen leda till att opinionsläget ändras till förmån för en mer restriktiv välfärdsstat med fler privata lösningar med troligtvis större
ojämlik-Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 31
het mellan grupper av människor som följd. Enligt många forskare är ett sådant hot mot den generella välfärdsstaten betydligt allvarligare än de förändringar som kommer med den så kallade ”globaliseringen”, det vill säga färre restriktioner för flöden av arbetskraft, varor och kapital mellan länder (Pierson 2001).
Hypotesen i den här studien är att ”mjuka” faktorer inom administrationen av socialförsäkringen kan bidra till att förklara den regionala variationen i ohäl-sotalet. Med mjuka faktorer menas vanligtvis kultur och attityder. De skiljer sig från ”hårda” eller formella faktorer som exempelvis regelverket eller formell ar-betsdelning (Miller 1996). Det finns två skäl till varför det är rimligt att förvänta att variationer i mjuka faktorer på Försäkringskassan kan förklara skillnader i ohälsotalet. Det ena har att göra med Försäkringskassans organisatoriska historia och det andra med den typ av arbetsuppgifter som handläggarna på Försäkrings-kassan utför i sin myndighetsutövning. Organisatoriskt bär FörsäkringsFörsäkrings-kassan på ett tudelat arv. I början av 1900-talet fanns mindre sammanslutningar till skydd för inkomstbortfall vid sjukdom som byggde på lokal kontroll och tillit, den så kallade sjukkasserörelsen. Ibland har den liknats vid en folkrörelse (jämför Lindqvist 1990). Under 1900-talets första hälft fördes dessa lokala organisationer samman med det centralt uppbyggda och byråkratiska Riksförsäkringsverket till en gemensam organisation. Samtidigt fanns rester av den lokala förankringen kvar, bland annat i form av formell självständighet på regional nivå och genom sjukförsäkringsnämnderna. Även om den nya organisationen Försäkringskas-san sedan 2005 är en nationellt enhetlig organisation kan den långa historien av självständig myndighetsutövning på regional nivå ha lett till att regionala organisationskulturer utvecklats. Forskning inom det institutionella teoretiska perspektivet har tidigare visat att organisationskulturer och andra normer i orga-nisationer ofta är trögrörliga och svårföränderliga (March och Olsen 1989). Har regionala försäkringskassekulturer uppstått är det alltså förhållandevis troligt att de fortfarande finns kvar.
Det andra skälet till att det kan finnas regionalt varierande handläggarattityder på Försäkringskassan som påverkar myndighetsutövningen är att handläggarnas uppgifter inte i detalj kan föreskrivas i generella lagar. Myndighetsutövningen på Försäkringskassan bär drag av det som Michael Lipsky kallat närbyråkrati (1980). Det innebär att handläggarna har utrymme att ta hänsyn till en mängd specifika faktorer i varje ärende och utifrån en sammanvägd bedömning fatta det mest lämpliga beslutet för att nå utsatta mål. Särskilt gäller detta sjukersättningsären-den och rehabiliteringsärensjukersättningsären-den. Detta handlingsutrymme kan då styras av andra faktorer än de formella regelverken, exempelvis av mjuka faktorer.
Regionala attityder på Försäkringskassan
I den föreliggande analysen undersöks i vilken utsträckning handläggarnas atti-tyder på länsnivå inom Försäkringskassan kan förklara den regionala variationen i ohälsotal. De mjuka faktorer som diskuteras ovan mäts som handläggarnas at-tityder, som aggregerats till organisationsnivå. Det här är inte det vanligast före-kommande sättet att operationalisera organisationskulturer men det har använts tidigare, bland annat i en studie av Brehm och Gates (1999). I den föreliggande undersökningen gör jag inte anspråk på att diskutera något annat än aggregerade attityder som exempel på mjuka faktorers betydelse inom socialförsäkringsad-ministrationen. Materialet som använts är på många sätt unikt. Två enkäter har distribuerats till samtliga handläggare på Försäkringskassan som arbetar med sjukfallshantering (försäkringsläkare är inte inkluderade).1 Enkäterna distribuera-des 2005 och 2006, det vill säga ett respektive två år efter centraliseringen av Försäkringskassan. Det är den största svenska systematiska undersökningen som gjorts av attityder hos offentliganställda på närbyråkratisk nivå, det vill säga hos handläggare som kommer i direkt och daglig kontakt med medborgare och som fattar beslut som påtagligt kan förändra medborgarnas liv. Även internationellt sett är den här typen av studier ovanliga eftersom forskning om närbyråkrater oftast baseras på fallstudier.
Från tidigare forskning om mjuka faktorer inom organisationer hämtas fem olika hypoteser om attityder som kan vara viktiga för utfallet: politisk vänster-högerorientering, funktionellt engagemang, ”kritiker”, omsorgsorientering och regelorientering. Vänster-högerorientering är politisk orientering och har i tidiga-re forskning visat sig ha mycket stor förklaringskraft om attityder om den offent-liga sektorns storlek (Holmberg och Oskarsson 2008). Funktionellt engagemang handlar om att känna tillfredsställelse av att utföra sitt arbete väl (Brehm och Gates 1999) och ”kritiker” handlar om att ha en identitet mot organisationens mål (Akerlof och Kranton 2005). Regel- och omsorgsorienteringen är två offent-liga etiker (Cooper 2001, Lawton 2005). Regeletiken motsvarar ett weberianskt ideal om opartiskhet och omsorgsetiken har lyfts fram som en alternativ moral som i stället tar fasta på ansvar och relationer (Gilligan 1982). Båda dessa mått har genererats som index ur Metodundersökningsenkäten (Stensöta 2009, 2010). I tabell 1 anges hur attityderna operationaliserats, deras förväntade effekt på ut-fallet (ohälsotalet) samt medelvärdet för respektive attityd i Sverige som helhet.
1 Den ena enkäten är insamlad inom ett forskningsprojekt i Försäkringskassans regi, ”Sjukskrivning, kultur och attityder” – Ska-projektet 2005, som jag deltog i. Den andra enkäten är insamlad via Försäkringskassans löpande interna undersökningar där ett frågebatteri från mig tillfogades, Metodundersökningen 2006.
Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 33
tabell 1. Utbredning av fem handläggarattityder på Försäkringskassan,
operatio-nalisering samt förväntad effekt på ohälsotalet.
Kommentar: De olika n-talen beror på att attityderna härstammar från olika datamängder. Källa: Regel- och omsorgsorienteringen, Metodundersökningen 2006, Försäkringskassan. Källa övriga attityder: Ska-studien 2005, Försäkringskassan.
I tabell 1 har den förväntade effekten av organisationskulturen på utfallet relaterats till nivån på ohälsotalet. Sjukförsäkringsadministrationen kännetecknas emellertid av det som brukar kallas ”goal ambiguity” vilket innebär att administrationen har flera och ibland motstridiga mål att förhålla sig till (Rainey och Chun 2005). Sjuk-försäkringens yttersta mål är att ge ekonomisk trygghet till människor som inte kan försörja sig själva på grund av skada eller sjukdom. Samtidigt har ett tydligt uttalat mål för Försäkringskassan under de senaste åren varit att sänka ohälsotalet generellt och särskilt i de län som uppvisar högst nivåer. Detta är orsaken till att attitydernas effekter i tabell 1 relateras till nivån på ohälsotalet. 15
Tabell 1. Utbredning av fem handläggarattityder på Försäkringskassan, operationalisering samt förväntad effekt på ohälsotalet
Attityd Förväntad effekt på ohälsotalet Operationalisering Medel- värde (Sverige) Std N Funktionellt engagemang
- (Index två frågor) ”Det jag uträttar i mitt arbete känns viktigt för mig” och ”Att göra mitt jobb bra får mig att känna mig bra som person”.
8.32 1.97 3666
Regel- orientering
- (Index fem frågor) ”Jag håller mig till regelverket”, ”Det händer inte att jag gör undantag från regelverket”, ”Jag lägger vikt vid att behålla neutraliteten till de försäkrade”, ”Jag tar bara hänsyn till omständigheter hos den försäkrade som är relevanta enligt regelverket”
7.89 1.41 1676
Omsorgs- orientering
+ (Index sex frågor) ”Jag är flexibel i min ärendehantering”, ”Jag litar på de försäkrades goda avsikter”, ”Jag föredrar muntlig kommunikation”, ”Jag anser inte att de försäkrade ska förbättra sin arbetsmoral”, ”Jag anser inte att de försäkrade behöver lära sig att man ska uppfylla sina plikter”, ”Jag använder inte sanktioner mot de försäkrade”
6.25 1.36 1620
”Kritiker” + ”Om jag och mina kollegor själva fick bestämma skulle våra arbetsuppgifter utföras på annat sätt”
4.77 3.03 3653
Vänster-höger- orientering
- 0=klart till vänster,
10= klart till höger
4.72 2.68 3601
Kommentar: De olika n-talen beror på att attityderna härstammar från olika datamängder. Källa: Regel- och omsorgsorienteringen, Metodundersökningen 2006, Försäkringskassan. Källa övriga attityder: Ska-studien 2005, Försäkringskassan.
I analysen kontrolleras för ett antal alternativa förklaringsfaktorer. Tidigare forskning lyfter grovt sett fram fyra grupper av förklaringar till ohälsotalets nivå. För det första demografiska faktorer. I studien kontrolleras för genomsnittlig ålder, andel födda utanför Sverige, personer med högskoleutbildning ett till två år res-pektive personer med högskoleutbildning mer än tre år (Socialförsäkringsboken 2004, 2005). En annan förklaringsfaktor är arbetslivet, en faktor som dominerat svensk forskning om sjukskrivningar. Nedskärningar i offentliga sektorn under 1990-talet samt att kvinnor var i majoritet bland de sjukskrivna i den senaste ök-ningen har aktualiserat denna förklaring ytterligare (SOU 2003:13, Hogstedt et al 2004). I studien kontrolleras för andel personer som arbetar inom statlig sektor, personer som arbetar i privata aktiebolag samt arbetslöshetsnivå. Dessa två ty-per av faktorer har inkluderats i studien genom en residualanalys utförd av Sten Olsson (2006, s 604-607), vilket lett fram till ett standardiserat mått på ohälsotalet som används i analysen.2 En tredje förklaring har handlat om människors attityder och mer specifikt om regionalt skiftande moral. Den här förklaringen har bland an-nat förts fram i en etnologisk studie av Frykman och Hansen (2009). I studien kon-trolleras för befolkningens attityder om hur generöst de menar att sjukförsäkringen ska tillämpas. Måttet är framräknat som ett index över 17 påståenden om när man ska kunna vara sjukskriven (Ska-studien Försäkringskassan 2006; för uträkning av indexet se Stensöta 2009, s 61 och 73).3 En andra befolkningsattityd som ingår i analysen är befolkningens politiska vänster-högerorientering, som hämtats från SOM-data 2005. Tanken är att kontrollera för om den politiska orienteringen hos handläggarna är en effekt av de omgivande politiska åsikterna. En fjärde förklaring handlar om sjukvårdens roll (Arrlöv 2006). Sjukvården kan ha betydelse genom att långa sjukvårdsköer kan förlänga sjukskrivningstiden, men också genom att utbu-det av läkare kan påverka människors benägenhet att sjukskriva sig. I studien mäts vårdutbud som antalet läkare per 1 000 invånare.4 Samtliga kontrollfaktorer är från 2005. De två sistnämnda faktorerna finns med som variabler i tabell 2. Dessutom kontrolleras för könsfördelning, utbildningsnivå samt ålder bland personalen (Ska-undersökningen 2005, Försäkringskassan).5 Samtliga variabler utom den beroende är normaliserade mellan 0 och 1 i tabell 2.
2 För information om hur denna analys genomförts samt källor till kontrollfaktorerna se Olsson (2006). 3 Den inledande frågan i detta frågebatteri löd: ”Tycker du att man ska kunna vara sjukskriven i följande situationer?” Därefter följde sjutton påståenden som respondenten skulle ta ställning till mellan (1) Nej, absolut inte och (7) Ja absolut. Exempel på påståenden är: ”Är mobbad på arbetsplatsen”, ”Har en pressad livssituation och klarar inte av att gå till arbetet” eller ”Har drogproblem med minnesluckor”. (Ska-studien, Försäkringskassan 2005.) Anvisningar om hur detta mått har räknats fram: Stensöta 2006.
4 Antal landstingsanställda läkare 2005, årsarbetare per 1 000 invånare. www.regionfakta.com/ GemensamDynamiskPresentation.aspx?id=14873. Data för Gotland saknas varför ett medelvärde av samtliga län får representera Gotlands värde.
5 Utbildningsnivå skiljer mellan fem olika nivåer från folkskola/grundskola till universitetsutbildning tre år eller längre. Ålder och yrkeserfarenhet samvarierar med 80 procent.
Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 35
Politisk orientering
Den starkaste korrelationen i materialet märks mellan handläggarnas vänster- högerorientering och ohälsotalets variation på länsnivå. Redovisningen av den em-piriska analysen startar med ett punktdiagram över sambandet mellan det standar-diserade ohälsotalet (kontrollerat för fyra demografiska och tre arbetslivsrelaterade faktorer). Diagram 1 visar observationerna i ett punktdiagram och två bivariata reg-ressionslinjer. Den längre linjen visar sambandet för samtliga län och den kortare linjen visar sambandet i högersidan av modellen där sambandet är starkast: Diagram 1. Effekten av handläggarnas vänster-högerorientering på ohälsotalet,
standardiserat för fyra demografiska faktorer i befolkningen samt tre arbetslivs-relaterade faktorer, länsnivå.
Kommentar: Effekten av handläggarnas politiska vänster-högerorientering som genomsnitt per län på ohälsotalet. Ohälsotalet är det antal dagar som en genomsnittlig person är borta från arbetet under ett år. I diagrammet är ohälsotalet (y-axeln) standardiserat för fyra demografiska faktorer i befolkning-en: genomsnittlig ålder, andel födda utanför Sverige, andel personer med högskoleutbildning i ett till två år, andel personer med högskoleutbildning i minst tre år samt tre arbetslivsrelaterade faktorer: arbetslöshetsnivå, andel personer som arbetar i statlig sektor, andel personer verksamma i privata aktiebolag. Vänster-högerorientering är kodad som 0=klart till vänster, 10=klart till höger. Källa: Ska-studien 2005, Försäkringskassan. Analysen av samtliga län visar B-värde: -6.89** (ostandardiserad regressionskoefficient) och R²=0.41. Analysen högersidan av modellen: B-värde -11.16** (ostandar-diserad regressionskoefficient) och R²=0.45. Signifikansnivåer: ***<=0,001; **<=0,01; *<=0,05.
16 Diagram 1. Effekten av handläggarnas vänster-högerorientering på ohälsotalet, standardiserat för fyra demografiska faktorer i befolkningen samt tre arbetslivsrelaterade faktorer, länsnivå.
Kommentar: Effekten av handläggarnas politiska vänster-högerorientering som genomsnitt per län på
ohälsotalet. Ohälsotalet är det antal dagar som en genomsnittlig person är borta från arbetet under ett år. I diagrammet är ohälsotalet (y-axeln) standardiserat för fyra demografiska faktorer i befolkningen: genomsnittlig ålder, andel födda utanför Sverige, andel personer med högskoleutbildning i ett till två år, andel personer med högskoleutbildning i minst tre år samt tre arbetslivsrelaterade faktorer: arbetslöshetsnivå, andel personer som arbetar i statlig sektor, andel personer verksamma i privata aktiebolag. Vänster-högerorientering är kodad som 0=klart till vänster, 10=klart till höger. Källa: Ska-undersökningen 2005, Försäkringskassan. Analysen av samtliga län visar B-värde: -6.89** (ostandardiserad regressionskoefficient) och R²=0.41. Analysen högersidan av modellen: B-värde -11.16** (ostandardiserad regressionskoefficient) och R²=0.45. Signifikansnivåer: ***<=0,001; **<=0,01; *<=0,05.
Västmanland Uppsala Kronoberg Dalarna Norrbotten Värmland Jämtland Västra Götaland Kalmar Västerbotten Stockholm Västernorrland Södermanland Örebro Skåne Halland Jönköping Blekinge Gävleborg Gotland Östergötland 35 40 45 50 55 4 4.5 5 5.5 vänster-högerorientering
Regressionslinje samtliga län Ohälsotal standardiserat för sju regionala faktorer Regressionslinje högersidan
Diagram 1 visar ett negativt samband mellan handläggarnas attityder längs
vänster-högerskalan och ohälsotalets nivå på länsnivå standardiserat för fyra demografiska och sju arbetslivsrelaterade faktorer. Diagram 1 visar att ju längre till höger politiskt som handläggarna i ett län i genomsnitt står, desto lägre är ohälsotalet i det länet. Vid närmare analys visar sig observationernas placeringar snarare forma en båge än en linje. Den kortare regressionslinjen i diagram 1 visar därför effekten av handläggarnas politiska orientering på ohälsotalet för de 16 län som ligger längst till höger på skalan där sambandet är starkast.6 Det kan ut-tryckas som att sambandet mellan vänster-högerorienteringen och ohälsotalets variation på länsnivå uppträder efter en viss nivå på vänster-högerskalan. Innan riktningen på sambandet tolkas mer utförligt visas sambandet under kontroll för samtliga faktorer i den fullständiga modellen i tabell 2.
Tabell 2 visar att det negativa sambandet mellan handläggarnas
vänster-hö-gerorientering och ohälsotalet på länsnivå kvarstår under kontroll för de fyra grupper av förklaringsfaktorer som nämnts i tidigare forskning som orsak till ohälsotalets variation (demografiska faktorer hos befolkningen, arbetslivsorien-terade faktorer, vårdutbud samt befolkningens syn på hur expansiv sjukförsäk-ringen är). I analysen kontrolleras även för befolkningens politiska åsikt längs en vänster-högerskala för att säkerställa att det inte är den regionala politiska variationen bland befolkningen som analysen fångar. Analysen visar samman-fattningsvis stöd för att det finns ett samband mellan handläggarnas vänster-högerorientering på länsnivå och ohälsotalet.7 Man skulle kunna hävda att sam-bandet mellan handläggarnas vänster-högerorientering på länsnivå är en effekt av regionala skillnader i människors politiska åsikter. I analysen kontrolleras emellertid för hur befolkningen i länen placerar sig längs vänster-högerskalan och effekten av handläggarnas politiska vänster-högerorientering förblir signifi-kant. Det grundläggande sambandet mellan vänsterorientering i politiken och stöd för en omfattande välfärdsstat är väl belagt (Holmberg och Oskarsson 2008, Lewin et al 2008). Utmärkande för personer som säger sig stå politiskt till höger är att de anser att välfärdsstaten bör vara mindre i omfattning och skatteuttaget lägre, medan personer som står politiskt till vänster förordar en större offentlig sektor. Sjukförsäkringen, som del i socialförsäkringarna, är en grundläggande del 6 I grafen dras gränsen så att fem län hamnar på vänstersidan och sexton på högersidan av modellen. Jag har prövat att dra gränsen mellan vänster- och högersidan av modellen på olika sätt men resultatet blir i samtliga fall att högersidan av modellen genererar negativa signifikanta samband, medan vänstersidan inte genererar några signifikanta samband alls. Om jag minskar antalet län som ingår i den högerorienterade gruppen till tolv kvarstår regressionskoefficientens styrka (-11.94*) medan andelen förklarad varians minskar något (till 38 procent). Med denna indelning får även vänstersidan ett negativt b-värde men inte signifikant. Minskas gruppen till höger ytterligare till sju län ökar regressionskoefficienten (-17.89*) och andelen förklarad varians blir 45 procent. Även i detta fall visar vänstersidan av modellen ett negativt b-värde, men det är inte signifikant.
7 Om handläggarnas vänster-högerorientering utesluts i modellen framträder ingen annan variabel med signifikant effekt.
Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 37
17
Tabell 2. Effekten av regionala handläggarattityder på Försäkringskassan på ohälsotalets variation (standardiserat i en tidigare residualanalys). Länsnivå.
Bivariata
effekter Effekt av aggregerade handläggarattityder samt två organisationsvariabler Total modell Vänster-högerorientering (handläggare) -9.86** -14.16*** -12.49** Omsorgsorientering (handläggare) -3.00 -4.67* -6.37 Regelorientering (handläggare) -7.77* -4.63 -5.14 Funktionellt engagemang (handläggare) -0.03 +1.51 +2.06 ”Kritiker” (handläggare) +0.59 +3.74 -0.77 Ålder (organisation) +1.45 +7.63 -10.30 Könsfördelning (organisation) -2.71 -3.04 -0.90 Utbildning (organisation) -2.59 -1.70 -7.57 Expansivitet i sjukskrivnings-attityd (befolkningen) +6.60 - +6.54 Vänster-högerorientering (befolkningen) -3.63 - -0.94 Vårdutbud +4.71 - -0.56 N - 21 21 R² (adj.) - .57 .55 Konstant - +51.40*** +52.07***
Kommentar: I analysen har ohälsotalet (beroende variabel) i förväg standardiserats för fyra demografiska faktorer bland befolkningen (ålder, andel födda utanför Sverige, andel personer med högskoleutbildning i ett till två år, andel personer med högskoleutbildning i minst tre år) samt tre arbetslivsrelaterade faktorer (arbetslöshetsnivå, andel personer som arbetar i statlig sektor, andel personer verksamma i privata aktiebolag) genom en residualanalys (Olsson 2006). I tabellen kontrolleras vidare för vårdutbud (antal läkare per 1 000 personer – data för Gotland saknas varför Gotland har fått ett medelvärde för samtliga län) samt två attityder bland befolkningen: expansivitet i sjukskrivningsattityd samt politisk orientering längs en vänster-högerskala. Dessutom kontrolleras för tre ytterligare organisationsfaktorer: könsfördelning, utbildningsnivå samt ålder bland personalen på Försäkringskassan. Omsorgsorienteringen består av ett index av sex frågor och regelorienteringen av ett index av fem frågor. Båda har genererats på basis av en faktoranalys och därefter omvandlats till ett index. Samtliga oberoende variabler och kontrollvariabler har normerats till mellan 0 och 1 i analysen. Källor: Omsorgs-och regelorienteringen, Metodundersökningen 2006, Försäkringskassan; vårdutbud: www.regionfakta.com; befolkningens vänster-högerorientering
SOM-tabell 2. Effekten av regionala handläggarattityder på Försäkringskassan på
ohälsotalets variation (standardiserat i en föregående residualanalys). Länsnivå.
Kommentar: I analysen har ohälsotalet (beroende variabel) i förväg standardiserats för fyra demografiska faktorer bland befolkningen (ålder, andel födda utanför Sverige, andel personer med högskoleutbildning i ett till två år, andel personer med högskoleutbildning i minst tre år) samt tre arbetslivsrelaterade faktorer (arbetslöshetsnivå, andel personer som arbetar i statlig sektor, andel per-soner verksamma i privata aktiebolag) genom en residualanalys (Olsson 2006). I tabellen kontrolleras vidare för vårdutbud (antal läkare per 1 000 personer – data för Gotland saknas varför Gotland har fått ett medelvärde för samtliga län) samt två attityder bland befolkningen: expansivitet i sjuk-skrivningsattityd samt politisk orientering längs en vänster-högerskala. Dessutom kontrolleras för tre ytterligare organisationsfaktorer: könsfördelning, utbildningsnivå samt ålder bland personalen på Försäkringskassan. Omsorgsorienteringen består av ett index av sex frågor och regelorienteringen av ett index av fem frågor. Båda har genererats på basis av en faktoranalys och därefter omvandlats till ett index. Samtliga oberoende variabler och kontrollvariabler har normerats till mellan 0 och 1 i analysen. Källor: Omsorgs-och regelorienteringen, Metodundersökningen 2006, Försäkringskassan; vårdutbud: www.regionfakta.com; befolkningens vänster-högerorientering SOM-undersökningen 2005, Göteborgs universitet; övriga Ska-undersökningen, Försäkringskassan 2005. Signifikansnivåer: ***<=0,001; **<=0,01; *<=0,05.
av välfärdsstaten och den offentliga sektorn. Det är därför rimligt att denna di-mension har bäring på myndighetsutövningen på Försäkringskassan. Sambandet visar sig på länsnivå. Det betyder att det inte handlar om handläggarnas person-liga politiska attityder utan om en attityd på länsnivå, en ”kultur” om man så vill, och operationaliserad som handläggarnas aggregerade attityder. Det innebär att samtliga handläggare i ett visst län, oberoende av sina personliga politiska attityder, tycks agera mer eller mindre restriktivt i sin myndighetsutövning, vilket fångas upp av vänster-högerskalan.
Sambandets riktning kan inte undersökas empiriskt med det material som används i analysen, men det är fullt möjligt att resonera teoretiskt om det. Det handlar om vilket som är rimligast; att handläggarnas politiska attityder påver-kas av deras myndighetsutövning, eller tvärtom, att deras myndighetsutövning påverkas av de politiska attityderna på länsnivå. Generellt anses politiska attity-der komma relativt långt bak i orsakskedjan och alltså vara relativt stabila över tid. Fenomen som klassröstning et cetera anses ha sin bakgrund i att människor socialiseras in i en politisk åskådning via sin uppväxt (Oskarson 2005). De poli-tiska majoriteterna i olika delar av Sverige är också relativt stabila, exempelvis i ”det röda Norrland”. Den stora ökningen av ohälsotalet skedde däremot i mitten av 1990-talet. Även om det blir allt vanligare att människor byter politisk åsikt framstår det inte som särskilt rimligt att så många människor skulle ha bytt poli-tisk åsikt sedan början av 1990-talet att det skulle påverka det starka sambandet i denna analys. På dessa grunder tolkar jag det som rimligare att politisk oriente-ring som aggregerad handläggarattityd påverkar ohälsotalets variation så att mer restriktiva handläggningskulturer bidrar till lägre ohälsotal, än tvärtom.
Utifrån denna tolkning kan resultatet, att politiska handläggarattityder på läns-nivå påverkar utfallet i sjukförsäkringen, betraktas som problematiskt. Enligt en etablerad modell för hur det politiska systemet ska fungera bör politik begränsas till inflödessidan av det politiska systemet, det vill säga till intresseorganisationer och partier samt få effekt på hur människor röstar. Utflödessidan i det politiska systemet – förvaltningen – bör i stället kännetecknas av att lagstiftarens vilja följs. Förvaltningen bör inte ha något eget inflytande över hur dessa värden fördelas. Denna modell för styrelseskicket hänger ihop med den byråkratiska förvaltnings-formen och är fast förankrad i svensk grundlag. Den här undersökningen visar att denna bild inte stämmer inom svensk sjukförsäkringsadministration.
Kan det vara något annat än politisk åsikt som vänster-högerskalan återger i analysen? Jag vill framhålla att analysen också kontrollerar för könsfördelning, ålder och utbildningsnivå på Försäkringskassan. Kön och ålder är faktorer som van-ligtvis anses fånga upp en åtskillig del av människors generella erfarenheter. Det finns därför ingen självklar alternativ förklaring till vad vänster-högerorienteringen bland handläggarna skulle fånga upp. Min tolkning blir därför att
vänster-höger-Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 39
orienteringen speglar en ”kultur”, operationaliserad som handläggarnas aggregerade attityder, till hur restriktiv välfärdsstaten bör vara när det gäller sjukförsäkringen.
Tabell 2 ger mer information om de övriga hypoteserna i undersökningen. Den
första kolumnen visar bivariata effekter av samtliga variabler (ohälsotalet har på för-hand standardiserats för sju regionala faktorer, så sambanden är kontrollerade för dessa). Denna kolumn visar att två aggregerade attityder har signifikant dämpande effekt på ohälsotalet: vänster-högerorienteringen, där en starkare högerorientering innebär lägre ohälsotal, samt regelorienteringen, där en starkare regelorientering också har en dämpande effekt. Övriga samband är inte signifikanta. Riktningen kan emellertid noteras: en större andel kvinnor pekar åt lägre ohälsotal liksom en större andel äldre handläggare. Den andra kolumnen visar en multivariat analys av samtliga aggregerade attityder samt könsfördelning, utbildningsnivå och yrkes-erfarenhet bland handläggare av sjukfallsärenden. När de tre kontrollvariablerna för organisationen förs in upphör det signifikant dämpande sambandet mellan regelorientering och ohälsotalet (standardiserat för sju demografiska och arbetslivs-relaterade faktorer). I stället framträder ett signifikant dämpande samband mellan omsorgsorientering och standardiserat ohälsotal. I en tidigare analys har jag visat att omsorgsorienteringen till viss del förklaras av handläggarnas ålder och könstill-hörighet (Stensöta 2009, 2010). Tolkningen blir därför att när dessa faktorer förs in i analysen förstärker det effekten av omsorgsorienteringen. Två aggregerade attity-der har inget signifikant samband med ohälsotalet i någon av analyserna. Den ena är graden av funktionellt engagemang som visar ett minskande, icke signifikant samband med ohälsotalets variation på länsnivå och den andra är ”kritiker”, som är den enda organisationskultur som visar ett ökande samband med ohälsotalet. Den tredje kolumnen visar den slutgiltiga modellen där även två attityder hos befolkningen har inkluderats i analysen samt vårdutbudet.
sammanfattande analys
Sammanfattningsvis har analysen visat att attityderna på Försäkringskassan bidrar till att belysa den regionala variationen i sjukförsäkringens utfall. Vänster-högerori-enteringen hos handläggarna på länsnivå har en dämpande effekt på ohälsotalets variation under kontroll för fyra grupper av alternativa förklaringar, samt könsför-delning och yrkeserfarenhet bland handlägarna. Effekten av handläggares politiska åsikter på myndighetsutövning på lägre nivåer i administrationen har inte under-sökts tidigare i särskilt stor utsträckning. I amerikanska studier finns både sådana som visar belägg för en liknande effekt (Whitford och Yates 2008) och sådana som visar nollresultat (Wilkins och Keiser 2006). Det finns också en annan nyare svensk studie som visar effekt för politiska variabler i förvaltningen (Lewin et al 2008). En-ligt en allmän uppfattning som också är förankrad i regeringsformen ska politiken begränsas till inflödessidan av det politiska systemet och utgå från folket. Denna
studie visar att verkligheten ser annorlunda ut, att de politiska attityderna hos handläggare av sjukfallsärenden på länsnivå på Försäkringskassan påverkar utfallet i politiken på länsnivå. En vänsterorienterad handläggningskultur är mer expansiv i myndighetsutövningen och en högerorienterad kultur är mer restriktiv.
litteratur
Akerlof GA, Kranton RE (2005): ”Identity and the economics of organizations”.
Jour-nal of Economic Perspectives, 19 (1):9-32.
Arrlöv B (2006): ”Läkarna i sjukskrivningsprocessen”. I Palmers E (red): Ska-
projektet. Sjukskrivning, kultur och attityder. Fyra aktörers perspektiv. Stockholm: Försäkringskassan.
Brehm J, Gates S (1999): Working, shirking and sabotage. Bureacratic response to
a democratic public. Michigan, Ill: University of Michigan Press.
Cooper TL (2001): ”The emergence of administrative ethics as a field of study in the United States”. I Cooper T (red): Handbook of Administrative Ethics. New York: Marcel Dekker.
Ds (2002:49): Den svenska sjukan. Expertgruppen för offentlig ekonomi. Frykman J, Hansen K (2009): I ohälsans tid. Lund: Carlssons.
Försäkringskassan analyserar (2006:16): Ska-projektet. Sjukskrivning, kultur och
attityder. Fyra aktörers perspektiv. Stockholm: Försäkringskassan. Försäkringskassans statistik juli 2009. www.forsakringskassan.se
Gerth HH, Mills CW (1946): From Max Weber: Essays in sociology. New York: Oxford University Press.
Gilligan C (1982): In a different voice. Psychological theory and women´s
develop-ment. Cambridge: Harvard University Press.
Hogstedt C et al (2004): Den höga sjukfrånvaron – sanning och konsekvens. Stockholm: Statens Folkhälsoinstitut.
Holmberg S, Oscarsson H (2008): Regeringsskifte. Väljarna och valet 2006. Stockholm: Norstedts.
Kruse A, Larsson L (2005): En hållbar sjukförsäkring? Stockholm: SNS Förlag. Lawton A (2005): Public service ethics in a changing world. Futures, 37(2-3):231-243. Lindqvist R (1990): Från folkrörelse till välfärdsbyråkrati. Det svenska
sjukförsäkrings-systemets utveckling 1900-1990. Lund: Arkiv förlag.
Lipsky M (1980): Street-level bureaucracy: Dilemmas of the individual in public
services. New York: Russell Sage Foundation.
Lewin L et al (2008): A kinder, gentler demoracy? The consensus model and Swedish disability politics. Scandinavian Political Studies 31(3):291-319.
March J, Olsen JP (1989): Rediscovering institutions. New York: Free Press.
Miller G (1996): Hierarkins ekonomi. Att styra effektiva organisationer. Stockholm: SNS Förlag.
Olsson S (2006): ”Attityder och regionala skillnader i sjukförsäkringen”. I: Palmer E (red) Sjukförsäkring. kulturer och attityder. Ska-Projektet. Stockholm: Försäkringskassan.
Oskarson M (2005): ”The social structure of party choice”. I: Thomassen J (red):
European voter. Oxford: Oxford University Press.
Arbetsmarknad & Arbetsliv, årg 15, nr 4, vintern 2009 41
Press.
Rainey HG, Chun YH (2005): ”Goal ambiguity and organizational performance in US federal agencies”. J-PART Journal of Public Administration Research and Theory, 16(4):529-537).
Regeringens proposition (2003/04:69): En ny statlig myndighet för socialförsäk-ringens administration.
Riksförsäkringsverket (2002): Regionala skillnader kommun och bransch, PM. Riksförsäkringsverket analyserar (2003:4): Regionala skillnader i utgifter för sjukpenning
och förtidspension.
Riksförsäkringsverket analyserar (2003:7): Gravida kvinnors situation.
Riksförsäkringsverket analyserar (2003:12): Regionala skillnader i sjukskrivning – hur ser de ut och vad beror de på?
Riksförsäkringsverket analyserar (2003:17): Sjuka kommuner? Skillnader i sjukfrån-varo mellan Sveriges kommuner år 2000.
Rothstein B, Teorell J (2008): ”What is quality of government. A theory of impartial political institutions”. Governance (2).
Socialförsäkringsboken (2004): Kvinnor, män och sjukfrånvaro. Socialförsäkringsboken (2005): På gränsen till trygghet. SOM-data 2005. SOM-institutet, Göteborgs universitet. SOU 2003:13: Analys av hälsa och arbete.
SOU 2004:127: Försäkringskassan.
Stensöta H (2006): ”Försäkringskassans handläggare – På vems sida står de?” I: Palmer E (red): Sjukförsäkring, kulturer och attityder. Stockholm: Försäkrings-kassan.
Stensöta H (2009): Sjukskrivningarna och välfärdens infriare – en studie i svensk
sjuk-vårdsbyråkrati. Stockholm: Hjalmarsson & Högberg.
Stensöta H (2010): ”The conditions of care. Reframing the debate on public service ethics”. Public Administration Review, 70, March-April.
Whitford AB, Yates J (2008): ”Policy signals and executive governance: Presidential rethoric in the war on drugs”. Journal of Politics, 65:995-1012.
Wilkins V, Keiser L (2006): ”Linking passive and active representation by gender: The case of child support agencies”. J-PART Journal of Public Administration
